<목차>
Ⅰ. 서론
Ⅱ. 조직몰입의 개념과 선행연구
Ⅲ. 조직몰입의 모형, 연구설계, 가설
Ⅳ. 실증적 분석 및 가설검증
Ⅴ. 여성의 기업내 위치상의 현실과 문제점
Ⅵ. 결론 및 시사점
I. 서론
1. 문제의 제기 및 연구의 배경
여성에 대하여 취업기회를 공정하게 부여하지 않는다고 하여 여대생들이
대기업체를 비롯한 몇개의 기업들을 상대로 남녀고용평등법의 위반을 이유로
법원에 제소한 일이 있었고 그 결과 기업들은 약식기소되어 벌과금을 징수당한
사례가 있었다. 또한 노동부 내 여성관련 부서나 여성단체들도 우리나라의
기업들에 대해 고용면에 있어 남성에 비해 여성들이 부당한 대우를 받고 있다고
하여 그 시정을 촉구하고 있기 때문에 기업 내의 인사관련 부서는 물론
경영자조차도 어떻게 하면 고용관계법에 저촉되지 않으면서 자신들이 필요한
인력을 채용할 것인가에 대하여 상당히 고심하고 있는 것이 현실이다.
우리나라에서는 오래전부터 지금까지도 여성들의 지위가 남성에 비해 상당히
낮은 것만은 틀림없다. 이러한 경향은 서구보다는 특히 동양권 사회에서
두드러지게 나타나고 있는 현상인데 예를 들어 일본과 같은 경우도 우리나라 못지
않게 여성들에 대한 사회적, 경제적, 직장내의 지위가 낮다는 것이다.
최근 한국 사회도 전통사회에서 산업사회로 진전되면서 여성의 사회적 진출이
점차 증대되고 있다. 그러나 여성이 숫자적으로 우세하고 여성의 능력과 자질이
관리자의 역할을 충분히 수행할 수 있는 직무에서도 여성은 능력과 자질이
부족하다고 하여 가정내의 기능만 수행해야 한다는 왜곡된 태도를 보이고 있다.
이러한 태도는 대체로 근거가 없거나 부분적으로만 사실이라는 것이 연구 결과
밝혀지고 있지만 여전이 남성근로자 위주의 조직분위기 속에서 여성관리자에 대한
수용태도가 낮아 여성근로자가 조직에서 경력을 쌓고 성장하는 데 큰 장애요인이
되고 있다(송계충 외(1990), "한국여성관리자의 경력개발의 장애요인과 그
극복방안," [인사관리연구], 제14집, 한국인사관리학회, pp.115-129.).
따라서 여성계 등 사회 일각에서는 최근 여성이 받는 불리한 사회적, 조직적 및
가정적 차별대우를 지적하고 이를 시정하고자 하는 움직임을 활발히 진행시키고
있다. 이것은 실제로 교육 및 직업영역에 뿌리박혀 있는 과거의 전통적 성역할
개념의 변화를 요구하는 사회적 압력의 태동이라고 보아야 할 것이다. 그러나
이러한 압력이 유효하고 타당성을 갖기 위해서는 관련되는 문제의 진상과 그
원인을 정확히 파악하려는 노력과 실증적 조사 연구가 필요하지만 아직까지 이
분야에서의 연구는 미미한 것이 현실이다.
2. 연구목적
과연 여성이 남성보다 회사에 대해 헌신하고자 하는 의욕 즉 조직몰입이
적은가, 여성을 채용하여 근무하게 하면 업무의 효율성면에서 남성보다
뒤떨어지는가, 만약 그렇다면 그 원인은 무엇인가에 대하여 살펴볼 필요가 있다.
왜냐하면 여성이 업무의 실적과는 관계 없이 단지 여성이라는 이유만으로 남성에
비해 상대적으로 낮은 처우인 차별대우를 받아야 한다는 것은 매우 불평등한
처사이기 때문이다.
미국의 경영학자인 DeCottis & Summers는 성별의 차이와 일을 하려는 의욕과는
상관관계가 없다고 보고 있으며 한편 남성이 오히려 여성보다 열심히 일을 하지
않으려는 경향이 있다고 설명하는 학자도 있다.
그런데 남성과 여성의 성별차이로 인하여 일을 열심히 하고 혹은 않는 것으로
구별되는 것이 아니라 자신이 맡고 있는 일의 성격에 따라 즉 조직몰입을
유발하게 하는 선행변수에 따라 차이가 있다고 주장하는 내용도 있다. 즉 승진,
근속연수, 과업정체성은 남녀간 그 크기에 있어 여성이 남성에 비하여 평균값이
낮다고 했다.
그런데 우리는 왜 성(性), 특히 여성이 조직몰입과 어떤 관계를 가지는가에
대해 고찰할 필요성은 현실적으로 여성취업자의 수가 나날이 증가하고 있는 바 즉
우리나라의 경우 여성인력의 경제활동 참가율은 지난 1965년의
37.2%(283만9천명)에서 1993년에는 47.2%(771만명)로 높아져 기업내에 소홀히
다룰 수 없는 인적 자원이 되었기 때문이다. 특히 통계청이 발표한 여성의
사회참여 현황분석에 의하면 전체 취업자 중 여성취업자가 차지하는 비율은
1965년의 35.0%에 93년에는 40.1%로 증가하여 남성보다 더 많은 취업참여
증가율을 보이고 있다. 또한 이제는 가사 이외의 일을 하는 것이 일반화되고
있으므로 여성에 대한 사회경제적 역할을 새로이 규명할 필요성도 있다. 따라서
본 연구의 목적은 조직몰입에 대한 이론을 바탕으로 하여 실제 우리나라의 기업체
종사자들 중 여성이 남성과 어떠한 조직몰입상의 차이가 있는지를 밝히고 또 그
원인은 무엇인가를 규명하는데 둔다.
3. 연구방법
본 연구의 조직몰입도의 조사방법으로는 조직 구성원의 태도측정을 위하여
설문지를 이용하고 두 집단간의 차이를 분석하기 위한 T-test 검증법, 변수간의
인과관계를 파악하기 위한 다중회귀분석법(multiple regression analysis) 및
더미(dummy)변수를 포함시킨 경로분석법(path analysis), 모형의 일부분을
검증하기 위한 방법으로 조절변수를 도입한 제2차 모형 검증을 위한
부분적(Partial) F-test 검증법 등을 이용하기로 한다.
Ⅱ. 조직몰입의 개념과 선행연구
1. 조직몰입의 개념
조직몰입은 구성원의 태도와 관련된 심리적 특성으로 규정될 수 있으며 다음과
같이 세분될 수 있다.(T. S. Bateman & S. Strasser(1984), "A Longitudinal
Analysis of the Antecednets of Organizational Commitment," Academy of
Management Journal, Vol.27, No.1, p.95)
첫째, 조직에 대한 충성심(loyalty)
둘째, 조직을 위해 노력을 다하려는 마음(willingness)
셋째, 조직에 대한 구성원의 자기동일시(identification)
넷째, 조직에 남아 있으려는 강한 욕구 혹은 집착성(attachment) 등이다.
가. 근속몰입의 개념
1960년도 Becker의 얹어걸기 이론(side-bet theory)에서부터 출발된
조직몰입중의 하나인 (G.W.Magee & R.C.Ford(1987), "Two(or More?) Dimensions
of Organization Commitment:Reexamination of the Affective and Continuance
Commitment Scale," Journal of Applied Psychology, Vol.72, No.4, p.638)
근속몰입이란 대체로 조직을 떠나지 않고 계속 근무하고자 하는 성향의 원인을
어떤 조직에 머물러 있는 편이 떠나는 편보다 더 많은 이득이 있기 때문이라는
내용을 바탕으로 한다. 즉 자신이 속해 있는 조직에 대하여 이미 많이 투자했기
때문에, 즉 달리 표현하면 근무한 기간이 길었기 때문에 만약 떠나게 되면 손해가
될 것이라는 뜻이며 자신의 직장을 바꿀 경우 그가 받게 될 손실을 염려하는
것이기도 하다.(______(1993), "Commitment on Organizations and Occupations:
Extension and Test of a Three Component Conceptualization," Journal of
Applied Psychology, Vol.78, No.4, p.540)
또 McGee & Ford(1987:638)는 부분적 투자(side-bet) 이론에 조직몰입의 개념을
계속성의 몰입이라고 하면서 기왕에 투자된 부분을 계속 존속시키려는 의도라고
표현하였다. 이러한 의미의 조직몰입이란 Meyer, Allen & Gellatly(1990:710)도
언급한 바와 같이 기업 내 구성원들이 자신들의 필요에 의해 조직을 떠나지 않는
것으로 설명될 수 있다.
또 Grusky(1968:489)는 조직몰입을 구성원과 조직체계에 대한 전반적인
관련성이라고 표현하여 조직에 투자된 부분이 조직구성원으로 하여금 자신이 속한
조직에 몰입되게 하는 요인이 된다고 보고 있다. 그리고 Hrebiniak & Alutto(L.G.
Hrebiniak & J.A.Alutto(1972), "A Personal and Role-related Factors in the
Development of Commitment," Administrative Science Quarterly, Vol.17m
p.555)는 조직몰입을 시간의 경과에 따라 발생되는 부분적 투자(side-bet) 혹은
투자에 있어 개인과 조직간의 거래나 변경이 있으면 그 결과 손해가 발생되는
구조적 현상으로 표현했다.
이상의 근속적 측면에 입각한 조직몰입의 개념은 주로 조직에 기왕 투자된 부분
때문에 조직을 떠나지 않으려는 성향을 말하며 만약 떠나게 되면 본인이 손해를
보게 된다는 것이다. 왜냐하면 조직에 대하여 투자한 가치는 시간이 경과함에
따라 점차 커지기 때문이다. 이와 같은 성향은 인간의 본능적이고도 계산적인
심리에 발생되는 것이라 할 수 있다.
나. 정서적 몰입의 정의
정서적 측면으로서의 조직몰입이란 조직구성원 자신이 자진하여 변경불가능한
행위에 종사한 후 스스로 몰입의 태도나 성향을 보일 때 나타나는 것이며 이러한
현상은 이해타산적 요인보다는 조직구성원의 심리적 태도과정을 강조하는
내용이다. McGee & Ford는 이러한 측면에서의 조직몰입을 조직에 대한
친화성이라고 표현하였으며 Buchanan(B.Buchanan(1974), "Building
Organizational Commitment: The Socialization of Manager in Work
Organization," Administrative Science Quarterly, Vol.19, pp.533-546)도 이와
같은 측면에서의 조직몰입을 조직의 목표와 가치에 대한 정서적 애착정도로
설명하였다.
따라서 정서적 몰입이란 스스로 자신의 직업에 몰두할 때 즐거운 경험을 하게
되는 것으로 표현될 수도 있다.(J.P.Meyer, N.J.Allen & C.A.Simth(1993),
"Commitment to Organizations and Occupations:Extension and Test of a Three
Component Conceptualization," Journal of Applied Psychology, Vol.78, No.4,
p.540) 그렇기 때문에 정서적 몰입이 되어 있는 조직구성원은 조직의 목적달성에
기꺼이 참여하는 양상을 띠게 된다.
Salancik(G.R.Salancik(1977), "Commitment and Control of Organizational
Behavior and Belief," New Directions in Organization Behavior, Chicago,
p.442)는 정서적 몰입이란 개인이 자신의 행위에 구속되어 가고 그와 같은 행위를
통해서 자신의 활동과 신념에 구속되는 상황이라고 표현하였다. 그러한 상황은
조직을 선택한 동기가 명확하고 조직에 참여하기 이전의 관련된 정보의 획득이
많을수록, 불가역성이 높을수록, 행위의 자의성이 클수록 정서적 몰입이 커지며
이와 같은 조직에 대한 친화력을 정서적 몰입으로 보고 있다.
그리고 Kline & Peters(1991:997)는 인간 행동이란 의욕, 행위의 공개정도와
연관되어 있는 바 자기 행동에 몰두하게 되는 심리적 의무감 즉 과거의
행동의미와 일관되게 행동하는 방법을 취하는 것으로 정서적 몰입을 정의하였다.
이러한 차원에서의 정서적 몰입은 3가지의 의미 즉, 첫째는 조직의 가치수용,
둘째는 조직을 위하여 상당한 노력을 기울이려는 의욕, 셋째는 조직 내에서
구성원의 관계를 유지하고자 하는 한정적인 욕구가 있다. 이러한 내용을 달리
말하면 개인이 조직에 애착을 가짐으로써 조직구성원으로 남아 있으려는 의도로
표현된다.
Steers(1977:46)도 정서적 몰입을 특정 조직에 대한 개인의 동일시 또는 몰입의
상대적인 정도로 표시했으며 또 어떤 학자는 직무단위의 목표를 개인이 많이
인식할수록 정서적 몰입이 커진다고 하였다.(S.A.Stumpf & K.Hartman(1984),
"Individual Exploration to Organizational Commitment or Withdrawal," Academy
of Management Journal, Vol.27, No.2, pp.308-329)
이 정서적 몰입은 참여라는 수단을 통하여 발생되기도 하므로 조직목적을
구성원이 인지하고 일치시키려는 과정이 중요하다고 볼 수 있다.(H.L.Angle &
J.L.Perry(1986), "Dual Commitment and Labor-management Relationship
Climates," Academy of Management Journal, Vol.29, No.1, p.31)
직무특성과 관련된 조직몰입의 연구내용을 살펴보면 직무의 역할, 책임감,
자율성, 다양성, 정체성은 정서적 몰입과 관련성을 가지게 되며 그 결과 나타나는
목표달성에 대한 신념이 바로 정서적 몰입에 해당된다.(T.S.Bateman &
S.Strasser(1984), 앞 글, p.95) 특히 조직 구성원이 조직 내에서 다른 구성원과
친교하는 과정, 직무에 대한 동일감을 느끼는 것은 정서적 몰입과 큰 관련을 맺고
있다.
또 스코틀랜드에서 근로자의 정서적 몰입에 대해 연구를 행한
Oliver(1990:513)는 정서적 몰입이란 조직 구성원 자신이 속해 있는 조직의
특성에 대한 반응이라고 언급하였다.
이 조직 특성에는 조직분위기 즉 상사와의 관계, 집권화, 고용에 대한 보장성
등이 포함된다고 생각한다.
이상에서 여러 학자들이 설명한 정서적 몰입을 정리하면 조직구성원이 조직의
목적과 가치에 대해 강한 집착성을 지니면서 조직을 위하여 노력을 기울이겠다는
강한 신념으로 표현될 수 있다.
다. 본 연구에서의 조직몰입의 정의
근속몰입이 조직구성원 자신의 필요에 의해서인 반면 정서적 몰입은 자신들
스스로 원해서 조직에 남아 있게 되는 것이라고 볼 수 있다.(J.P Meyer,
N.J.Allen & I.R.Gellatly(1990), "Affective and Continuance Commitment to the
Organization : Evaluation of Measures and Anlysis of Concurrent and
Timelagged Relations," Journal of Applied Psycholgy, Vol.75, No.6, p.710)
양자간의 관계에 대하여 살펴 보면 Shore & Wayne(1993:777)의 연구에서는
상관관계가 r=-0.10이지만 유의적이지 못하였으며, Meyer, Allen &
Gellatly(1990:717)의 연구에서는 양자간의 관계가 유의적인 부(負,-)의
상관관계인 -0.189(p<0.05)로 나타났고 Meyer, Allen & Smith(1993:545)의
연구에서는 양자간의 관계가 -0.191(p<0.05)로 나타나 근속몰입과 정서적 몰입은
서로 부(-)의 상관관계를 맺고 있음을 알 수 있다. 그러나 McGee & Ford는
근속몰입과 정서적 몰입은 유의적이지는 않지만 약한 정(正, +)의
상관관계(r=0.09)를 지닌다고 했다.
본 연구에서의 조직몰입이란 McGee & Ford의 정의에 따라 구성원이 자신의
조직에 대하여 가지는 긍지, 조직의 목표와 가치에 대한 내면화 즉
동일히(identification), 조직을 위하여 또 조직에 대해 개인적으로 투자(헌신)
하겠다는 의지인 정서적 몰입을 의미하는 것으로 정의한다. 즉 기왕 투자한 부분
때문에 조직에 남고자 하는 욕구로서의 근속몰입과 구별하여 정서적 몰입만을
조직몰입의 구성적 개념으로 파악하고자 한다.
근속몰입은 조직에 계속 남아 있는 이유가 지금까지 조직에 대해 투자한 이유
때문인 것을 주 내용으로 하는 인구통계학적 변수와 관련을 맺고, 정서적 몰입은
그것과는 또 다른 차원인 직무나 조직 그 자체의 성격에 따라서 발생되는 즉 직무
및 조직특성변수와 관련을 맺고 있기 때문에(Glisson & Durick(1988)에 의하여
주장됨) 두 차원으로 나누어 설명되어야 할 것이다. 이러한 근속몰입은
근속연수와 같은 인구통계학적 변수와 높은 상관관계를 지니고 있으므로 이에서
파생되는 방법론적 문제점을 피하기 위하여 본 연구에서는 정서적 몰입을
조직몰입의 주된 요소로 설정하고 인구통계학적 변수가 조직몰입에 대하여
조절변수로서 영향을 미치는지를 살펴보기로 한다. 더구나 근속몰입은 관리적
조정에 있어서 많은 제약점도 지니고 있으므로 본 연구에서는 정서적 몰입을
중점적으로 살펴보기로 한다.
2. 성별과 조직몰입에 관한 선행 연구
성별은 조직몰입과 어떤 관계가 있을까. 이에 대해서는 여성이 남성에 비해서
조직몰입이 높다고 주장하는 학자가 있는데 그 이유는 조직에 참가하는데 있어서
남성보다 어렵고 불리한 경우가 많으므로 조직에 대한 집착성이 남성보다 크기
때문인 것으로 보고 있다.
이 주장에 동조를 하는 학자로는 Aranya, Talma & Summers가 있으며 성별의
차이가 조직몰입과는 별 상관관계가 없다고 보고 있거나 남성이 여성보다
조직몰입되는 경향이 높다고 설명하는 사람도 있다.
그리고 남성과 여성의 성별차이가 조직몰입 선행변수에 따라 차이가 있다고
주장하는 내용도 있는데 즉 Alvi & Ahmed는 승진, 근속연수, 과업정체성은
남녀간에 모두 유의한 상관관계를 보이기는 하지만 그 크기에 있어서는 여성이
남성에 비하여 상관성이 낮다고 한다.
조직몰입이 성 특히 여성과 어떤 관계를 가지는가를 연구할 필요성은 첫째,
여성취업자의 수가 나날이 증가하고 있으며 가사 이외의 일을 하는 것이
일반화되고 있으며 둘째, 여성상위시대의 영향이 여성의 사회경제적 역할을
새로이 규정할 필요성이 있는 것으로 자극을 주고 있기 때문이다. 가사와
직장업무를 이중으로 하여야 하는 역할 중복성 때문에 여성이 남성보다
조직몰입에 있어서 그 크기가 작을 것으로 생각하는데 271명의 간호원으로부터
수집한 설문서의 결과에 의하면, 여성이라는 이유가 조직몰입에 영향을 미치는
것은 아니고 다만 간호원이라는 직업, 계층성, 승진의 기회상실 등의 이유 때문에
조직몰입과의 상관관계성이 낮아지는 것으로 밝혀졌다.
기계자동화, 전자, 화학업체 종사원 1,363명을 대상으로 행한 연구결과에
의하면 여성근로자가 남성근로자보다 조직몰입도가 낮은 것으로 나타나고 있다.
성별과 조직몰입에 대하여 실증적 분석을 행한 연구자로는 Aranya, Kushnir &
Valency(1986:441)가 있다. 그러나 이와는 반대로 남성이 여성보다 조직몰입도가
높은 것으로 나타난 연구결과가 있는데 성별이 조직몰입과 직무관여성, 역할갈등,
직무태도가 서로 관계를 갖는 부분에서 어떤 작용을 할 것인가를 밝히기 위해
남녀근로자를 대상으로 조사한 연구결과에서는 남성이 여성에 비하여 조직몰입과
관련을 맺는 정도가 높은 것으로 밝혀졌다.(M.M.Graddick & J.Farr(1983),
"Professionals in Scientific Disciplines: Sex-related Differences in Work
Commitments," Journal of Applied Psychology, Vol.68, No.4, p.643) 이같은
주장에 동조하는 연구자로는 Glisson & Durick이 있다.(C.Glisson &
M,.Durick(1988), "Predictors of Job Satisfaction and Organizational
Commitment in Human Service Organizations," Adminstrative Science Quarterly,
March, p.70) 이들 역시 남성이 직무 및 조직구조상으로 여성에 비하여 유리한
조건을 가지고 있기 때문에 남성이 조직몰입면으로 더 많은 영향을 미친다고
한다. 이러한 결과는 인구통계학적 변수 중 성별이라는 변수가 조직몰입도의
크기에 영향을 미친다는 것을 의미한다. 물론 그 영향을 미치는 성별과 크기에
있어서 다르지만 성별의 조절변수 역할을 인정하고 있다는 의미이다.
이와 같이 조직몰입상에 영향을 미치는 정도의 차이는 성별에 따라 다른데
그것은 조직몰입의 선행변수와도 관련을 맺고 있다. 즉 Aranya et
al.(1986:443)은 승진에 대한 욕구, 과업정체성면에 있어서 남녀간 그 크기를
비교해 보면 여성이 남성에 비하여 낮고 조직몰입과의 상관성도 낮다고 했다.
이같은 현상은 실제 기업에서 여성으로 하여금 승진의 기회나 과업에 대하여
정체성을 갖게 하는 기회를 남성보다 더욱 적게 함으로 인하여 나타나는
현상이기도 할 것이다. 그러나 파키스탄의 근로자 1,116명을 대상으로 조사한
연구에서는 여성이 남성보다 조직몰입에 더 많은 영향을 미치고 있다고
했다.(S.A.Alvi & S.W.Ahmed(1987), "Assessing Organizational Commitment in a
Developing Country: Pakistan, A Case Study," Human Relations, Vol.40m No.5,
P.278)
남성과 여성관리자에 대한 실제 부하들의 반응 또한 차이가 없는 것으로
요약되고 있다. 즉 부하들이 일단 남성과 여성관리자 모두를 경험하고 나면
성별에 따른 차별적 태도는 없어지고 관리자들을 성별로 대하는 것이 아니라
개인으로 대하게 된다는 것이다.
Dipboye(1987)도 또한 그의 문헌 연구에서 관리자적 특성이 처음부터 여성에게
있었던 것인지 또는 관리자의 역할을 수행하는 과정에서 얻어진 것인지를 밝히는
것은 앞으로의 과제라고 보고 있다.
결국 남성이 여성보다 관리자로서 더 우수하다는 태도는 사실이 아닌 것으로
판명되고 있는데 불구하고 전통적 태도 때문에 조직에서 여성관리자의 불균형적
희소성을 조장하는 가장 기본적인 단계가 되고 있다.
그러나 나이와 관련하여서는 우리나라의 경우에 있어서 여성의 사회적 진출이
산업화의 진전에 따라 이제 막 시작되는 단계에 있고 나이가 많은 사람일수록
전통적인 사고방식에 크게 영향을 받고 있으므로 나이가 많을 수록 여성에 대하여
더 부정적인 태도를 가지고 있다고 보아야 한다.
이와 같은 논리로 조직 내의 근속연수가 많은 사람일수록 여성에 대하여
부정적인 태도를 가질 것이다.
그리고 작업조직에서의 상황적 특성이 또한 사람들의 여성에 대한 태도에
영향을 미치고 있다는 연구 결과가 있다. 즉 여성과 같이 작업장에서 근무한
경험이 있는 남자는 그렇지 못한 경우보다 여성에 대하여 덜 부정적인 태도를
가지게 된다는 것이다.
Ⅲ. 조직몰입의 모형, 연구설계, 가설
1. 조직몰입의 모형
조직몰입의 선행변수에는 <그림 1>처럼 조직과 관련된 여러가지 사항이 있다.
이에는 구성원에게 인식된 구조, 조직과정, 조직분위기 등이 있으며 직무만족도
포함되어 있다.
그러나 이 모형에 의하면 조직몰입에 의해 객관적인 직무성과, 개인의
동기부여를 예측할 수 있지만 실제로 상급자에 의해서 부하의 실제 직무성과를
파악하는 것과 예측하는 것은 행하지 않았다.
인구통계학적 변수에는 연령, 근속연수, 종교적 신념, 야망, 승진욕구,
사회관계성에 대한 욕구, 결혼여부, 성별, 조직에 대한 신뢰성, 높은 성취욕구
등이 있으며 이중에서 교육수준만이 조직몰입과 부(-)의 상관관계를 맺고
있었으며 나머지는 모두 정(+)의 상관관계가 있었다.
그리고 상황적 특성(Situational Characteristics) 변수가 있는데 이에는
조직구조, 조직과정, 조직분위기가 있다. 조직구조에는 규모, 작업규칙, 정책,
역할, 조직의 계층수준, 집권화의 정도 등이 포함된다.
<그림 1> 조직몰입의 경로분석 모형
+--------------------+
|인구통계학적 특성 +-----+ +---------+ +---------+
+--------------------+ | |직무만족 |+- |동기부여 |
+-------------------------+| +- ---+---+| +---------+
| +---------+ +----------+|| +-+--- --+ | +---------+ +-----+
| |조직구조 +++조직분위기++ |조직몰입+-+- |이직의사 +-- |이직 |
| +---------+|+----------+| +--- ----+ | +---------+ +-----+
| +---------+| | +---+----+ | +---------+
| |조직과정 ++ | | 사기 | +- |직무성과 |
| +---------+ | +--- ----+ +---------+
| 상황적 특성 | +---+--------+
+-------------------------+ | 조직유효성 |
+------------+
자료:T.A.DeCotiis & T.P.Summers(1987), "A Path Analysis of Model of the
Antecedents and Consequences of Organizational Commitment," Human Relations,
Vol.40, No.7, p.463
2. 연구의 설계 및 가설
<그림 2> 연구모형
+--+-----------+
|직|역할갈등 | +-------------------+
|무+-----------+ |인구통계학적 변수 |
|특|역할모호성 | +-------------------+
|성+-----------+ | 성별 |
|변|직무도전성 | +--------+----------+
|수+-----------+ |<가설>
| |직무자율성 | +---------+
+--+-----------+-+------------------------------ |조직몰입 |
|조|보상공정성 | +---------+
|직+-------------+
|특|참여가치 |
|성+-------------+
|변|집권화 |
|수+-------------+
| |상사와의 관계|
| +-------------+
| |고용보장성 |
+--+-------------+
3. 가설의 설정
본 연구에서의 가설로는 인구통계학적 변수 중 성별이 조직몰입에 있어서
조절변수로서의 역할을 할 것인가에 대한 내용을 다음과 같이 정하였다.
가설:성별은 직무특성변수 및 조직특성변수와 조직몰입과의 관계에 있어서
조절변수로서의 역할을 할 것이다.
물론 DeCottis & Summers(1987:445)와 같은 연구자는 성별의 차이가 조직몰입에
어떤 영향 즉 조절변수로서의 역할을 하지 못할 것이라는 주장을 하기도 하였지만
조직몰입과 직무 및 조직특성변수와의 관계에서 조절변수로서의 역할을 할
것이라는 이론적 바탕 하에서 가설을 설정하였다.
이와 같은 논리적 근거에 의하여 성별이 직무특성변수 및 조직특성변수와
조직몰입과의 관계에서 조직변수로서의 역할을 할 것이라는 가정을 설정하고
더미변수(dummy variable)(본 연구에서의 더미(dummy) 변수는 성별인 경우 여성을
0(인구통계 1=0), 미혼자를 0(인구통계 4=0)으로 하고 근속연수의 경우는 먼저
근속연수의 문항인 인구통계 5(1~6)를 재코드(record) 한 후<즉 인구통계
5(1,2=1), 인구통계 5(3,4=2), 인구통계5(5,6=3)> 단기근속(1-3년까지),
중기근속(4-10년까지), 장기근속(11년 이상)으로 나누고 장기근속을 0으로
처리하였다.)를 이용한 다중회귀분석방법(안상형, 이명호(1994), [현대 통계학],
학현사, pp.479-485)에 의하여 증명하고자 한다.
4. 조사대상기업의 선정과 방법
한국산업은행의 재무분석 기준표에 의하면 산업은 광업(C), 제조업(D),
운수창고 및 통신업(I), 사업서비스업(K), 기타 서비스업(O)으로 나누어진다.
이중 제조업을 재분류한 것에 의하면 식.음료(15), 섬유(17), 피혁(19),
목재(20), 가구(36), 기계(29), 금속(27), 종이(21), 화학 및 화합물(의약품
포함)(24), 인쇄.출판(22) 등으로 나누어진다.
본 연구에서는 조사대상분야를 제조업에 국한시키므로 식음료, 섬유.피혁,
목재.가구, 기계.금속, 종이.인쇄.출판, 화학물 및 화합물분야 등 6개 업종을
대상으로 하여 조사하며 조사대상 기업의 지역소재는 수도권 지역(서울, 인천,
경기도) 으로 국한시키고자 한다.
Ⅳ. 실증적 분석 및 가설 검증
1. 표본의 크기
앞에서 고찰한 이론을 바탕으로 하여 설정된 가설이 현실적으로 타당한가를
파악하기 위하여 실증적 분석을 행하였다. 기계전기업종에 속하는 5개 기업
192명을 대상으로 실시된 에비조사(pilot test)를 통해 설문문항상으로 문제점이
있거나 개념정리를 할 필요가 있는 부분을 수정한 후 본조사를 위해 배포된
설문지는 모두 750부였다. 이 가운데서 약 73%인 545부가 회수되었고 그 중에서
부실하게 기재된 자료 30부를 제외하고 515부로 분석하였으며 통계처리방법은
SPSS를 이용하였다. 또 인구통계학적 분포를 살펴보면 먼저 성별에 있어서 남자가
382명, 여자가 131명으로 남자가 더 많다.
2. 검증결과
조직몰입이 남녀간에 어떤 차이가 있을 것인지를 파악하기 위하여 T-test
검증방법을 이용하였는데 그 결과 남성이 여성보다 조직몰입도에 있어서 높은
것(평균값은 남성은 3.4701, 여성은 3.1372, t값 5.32, p<0.001임)으로
나타났으며 남녀간 유의적인 차이를 보이고 있다<표 1>. 그런데 이와 같은
남녀간의 조직몰입도의 차이가 과연 그들의 성별인 고유적 성질에서 비롯되는
것인지 아니면 또 다른 직무 및 조직적 요인에 의하여 발생되는 것인지를 파악해
볼 필요가 있다고 생각한다. 따라서 직무 및 조직변수의 하위변수들에 있어서
남녀별로 어떤 차이가 있는지를 역시 T-test 검증방법을 이용하여 분석하였는데
그 결과는 <표 2>와 같다.
<표 1> 조직몰입에 대한 남녀의 평균값 및 T-test
----+------+-------+----------+--------+----------------
성별|표본수| 평균 | 표준편차 |표준오차|t값:5.32
----+------+-------+----------+--------+p<0.001
남 | 379 | 3.4701| .634 | .033 |
여 | 131 | 3.1372| .555 | .049 |
----+------+-------+----------+--------+----------------
<표 2>에서와 같이 역할갈등에 있어서는 남녀간에 유의한 차이가 없지만(t값
:1.23, p=0.219) 역할모호성에 있어서는 여성이 남성보다 더 크다. 이는 직장이나
조직 내에서 여성의 업무가 명확하게 설정되어 있지 않은 데서 기인한다고
보여진다. 실제로 많은 기업에서 사무직 여성의 업무가 대체로 남성 종업원들의
업무를 보조하거나 방문객 혹은 고객에 대해 서빙(serving)하는 단순업무가 많은
현실로 비추어 보아 충분히 그럴 가능성이 있다고 생각된다.
<표 2> 남녀의 직무 및 조직특성변수의 평균값과 T-test
------------------------------------------------------------------
구분 표본수 평균 표준편차 표준오차 t값 및 p값
------------------------------------------------------------------
역할갈등 남 382 3.2605 .779 .040 t값:1.23
여 131 3.1641 .753 .066 p=0.219
------------------------------------------------------------------
역할 남 382 2.4272 .678 .035 t값:-3.75
모호성 여 131 2.6840 .668 .158 p<0.001
------------------------------------------------------------------
직무 남 382 3.4882 .687 .035 t값:8.74
도전성 여 131 2.8492 .816 .071 p<0.001
------------------------------------------------------------------
직무 남 382 3.3802 .630 .032 t값:2.29
자율성 여 131 3.2341 .632 .055 p=0.023
------------------------------------------------------------------
보상 남 382 2.4564 .702 .036 t값:3.68
공정성 여 131 2.2443 .771 .067 p=0.004
------------------------------------------------------------------
참여가치 남 382 2.9466 .665 .034 t값:3.68
여 131 2.7023 .626 .055 p<0.001
------------------------------------------------------------------
집권화 남 382 3.6093 .697 .036 t값:-1.69
여 131 3.7252 .621 .054 p=0.092
------------------------------------------------------------------
상사와의 남 382 3.0497 .664 .034 t값:2.56
관계 여 131 2.8760 .693 .061 p=0.011
------------------------------------------------------------------
고용 남 382 3.4913 .628 .032 t값:-0.19
보장성 여 131 3.5038 .685 .060 p=0.847
------------------------------------------------------------------
그리고 직무도전성, 직무자율성, 참여제도 등에서도 남녀간 유의한 차이가
있으면서 남성이 더 높은 것은 역할모호성과 같은 차원의 원인에서 비롯된다고
간주된다. 특히 상사와의 좋은 관계는 상사들이 대부분 남성이라는 점에서
남성들이 업무내외적인 면에서 친분의 관계를 유지할 수 있는 기회가 여성에 비해
많은 것에서 기인된다고 생각한다.
우리나라에서 남녀에 대해 고용을 불평등하게 하는 것을 금하는 내용은
남녀고용평등법에 잘 나타나 있다. 먼저 이 법의 목적인 제1조는 '헌법의
평등이념에 따라 고용에 있어서 남녀의 평등한 기회 및 대우를 보장하는 한편
모성을 보호하고 직업능력을 개발하여 근로여성의 지위향상과 복지증진에
기여함을 목적으로 한다'로 되어 있다. 그리고 이와 같은 법을 제정한 근본
취지는 근로여성이 경제 및 사회발전에 기여하도록 하며 다음 세대의 출산과
양육에 중요한 역할을 담당하는 자이므로 모성을 보호받으면서 성별에 의한 차별
없이 그 능력을 직장생활에서 최대한 발휘할 수 있도록 하는 데 있다.
그런데 구체적으로 남녀간에 차별을 둔다면 그것은 법적으로 어떤 것을
의미하는지에 대해서 살펴 보면 사업주가 근로자에게 성별, 혼인 또는 가족상의
지위, 임신 등의 사유로 합리적인 이유 없이 채용 또는 근로의 조건을 달리하거나
기타 불이익한 조치를 취하는 것을 말하며 다만 여성근로자에 대한 모성보호는
차별로 보지 아니한다.
이 법은 근로기준법의 적용을 받는 사업 또는 사업장에 적용한다고 하여 종업원
5인 이상의 사업장이면 모두가 적용받게 되어 있어 법인 사업체는 물론
개인사업체라고 하여도 구멍가게식의 영세사업장 정도만 아니면 해당된다고 볼 수
있다.
이러한 고용평등에 대한 의무를 구체적으로 사업주는 어떻게 실시하여야
하는가를 살펴 보면 먼저 모집과 채용에 있어서 여성에게 남성과 평등한 기회를
주어야 하며 임금에 있어서도 동일한 사업 내의 동일가치의 노동에 대하여는
동일한 임금을 지급하여야 한다.
그리고 교육.배치 및 승진에 있어서도 여성인 것을 이유로 남성과 차별하여서는
아니된다. 만약 이상과 같은 내용을 위반하였을 경우에는 그 벌칙으로서 2년
이하의 징역 또는 500만원 이하의 벌금에 처하게 되어 있다.
3. 직무 및 조직특성변수의 조직몰입에 대한 다중회귀분석
직무 및 조직특성변수의 조직몰입에 대한 관계에 있어서 인구통계학적 변수를
포함시켰을 경우 Adjusted R Square값이 0.41860(F값: 25.47952, p<0.001)으로서
설명력이 41.8% 정도이며 유의적이다<표 3>.
<표 3> 직무 및 조직특성변수의 조직몰입에 대한 다중회귀분석(1)
(통제변수:인구통계학적 변수)
--------------------------------------------------------
종속변수 R Square Adjust R Square F D
--------------------------------------------------------
조직몰입 0.43570 0.41860 25.47925 0.000
--------------------------------------------------------
그리고 인구통계학적 변수 중 성별, 직책, 연령 등이 유의적이지 못하며
근속연수만이 약간 영향을 주고 있음(t=1.972, p=0.0491)을 알 수 있다. 따라서
대부분의 인구통계학적 변수는 직접 조직몰입에 영향을 주지 못하는 것(p<0.001
기준)을 알 수 있다<표 4>.
<표 4> 직무 및 조직특성변수의 조직몰입에 대한 다중회귀분석(2)
------------------------------------------------------------------
회귀계수의 표준화된
독립변수명 회귀계수 표준오차 회귀계수 T p
------------------------------------------------------------------
역할갈등 .01085 .02981 -.02541 -.695 .4874
역할모호성 -.12675 .03731 .13685 -3.397 .0007
직무도전성 .18738 .03151 .23014 5.947 .0000
직무자율성 .07416 .04104 .07451 1.807 .0714
보상공정성 .11454 .03493 .13215 3.279 .0011
참여가치 .17607 .04287 .18647 4.107 .0000
집권화 -.17125 .03377 -.07766 -2.110 .0354
상사와 관계 .13687 .03705 .14737 3.695 .0002
고용보장성 .08891 .03698 .09026 2.404 .0166
성별 -.00204 .03550 -.00218 -.058 .9541
연령 .07454 .04099 .08775 1.818 .0696
결혼여부 .01055 .03277 .01213 5.947 .7476
근속연수 .04026 .02041 .08555 1.972 .0491
급여 -.03264 .02149 -.07354 -1.518 .1296
직책 .01085 .02994 .01786 .362 .7172
상수 1.41839 .26892 5.274 .0000
------------------------------------------------------------------
4. 조절변수(성별)에 대한 가설 검증
본 연구에서의 가설의 내용은 인구통계학적 변수 중 성별이 조직몰입에 있어서
조절변수로서의 역할을 할 것인가, 만약 한다면 어느 정도의 크기로 작용을 할
것인가에 대한 부분이다. 많은 선행연구에서는 인구통계학적 변수들이 조직몰입을
형성하는 과정에서 작용하는 것 즉 조절변수로서의 역할을 한다고 하는데
우리나라의 경우는 어떤가를 살펴 볼 필요가 있다고 생각된다. 그리고 본
연구에서는 여러 가지 인구통계학적 변수 중 성별을 중심으로 분석하고자 한다.
남성이 여성보다 더 조직몰입에 영향을 준다는 연구 결과도 있지만 과연 성별이
조직몰입과 직무관여성, 역할갈등, 직무태도에서 관련을 맺는 부분에 어떤 작용을
할 것인가를 분석하기로 한다.
조직몰입상에 영향을 미치는 정도의 차이는 성별에 따라 다를 경우 그것은
조직몰입의 선행변수와도 관련을 맺는데 예를 들면 승진에 대한 욕구,
과업정체성면에 있어서 남녀간 그 정도를 비교해 보면 여성이 남성에 비하여 낮고
조직몰입과의 상관성도 낮다고 하는 것이다.
현재 대부분의 기업에서 업무구조나 조직이 남성 위주로 되어 있는 우리나라
상황에서 성별이 조직몰입에 어느 정도 영향을 미칠 것으로 생각된다.
성별을 포함하고 직무특성 및 조직특성과의 상호작용변수를 포함한 2차식
확장모형(조절변수가 도입된 식)이 1차식 축소 모형보다 통계적으로 나은 결과를
보이는지를 부분적(Partial) F-test방법을 이용하여 살펴보기로 한다.
두 모형의 SSE는 SPSS 출력의 Residual행과 Sum of Squares 열에서 나온 수치로
계산을 하여야 하며 제1차식 모형에서의 SSE1=118.27907이고 제2차식 모형의
SSE2=114.1246이므로 n=515, k=19, g=9에서 나오는 결과치는
계산식(SSE1-SSE2/k-g)/SSE2(n-(k+1))에서 나온 수치 1.80이다(<표 5>, <표 6>).
이는 분자의 자유도 10, 분모의 자유도 495(무한대)에서의 F값이 p=0.01을
기존으로 할 때 그 값이 2.32이고 계산식에서 나온 갓 1.80보다 크므로 영향을
미치지 못하는 것으로 결론지을 수 있다. 따라서 인구통계학적 변수 중 성별이
직무특성변수 및 조직특성변수와 조직몰입과의 관계에 있어서 조절변수로서의
역할을 할 것이라는 가설은 기각된다.
<표 5> 조절변수(남녀)의 선행변수 및 조직몰입에 대한 다중회귀분석(1)
--------------------------------------------------------
종속변수 R Square Adjust R Square F D
--------------------------------------------------------
조직몰입 0.43925 0.41755 20.24290 0.000
--------------------------------------------------------
<표 6> 조절변수(남녀)의 선행변수 및 조직몰입에 대한 다중회귀분석(2)
------------------------------------------------------------------
회귀계수의 표준화된
독립변수명 회귀계수 표준오차 회귀계수 T p
------------------------------------------------------------------
역할갈등 -.05117 .05736 -.06277 -.892 .3728
역할모호성 -.12180 .06865 -.13151 -1.774 .0766
직무도전성 .16470 .05753 .20229 2.863 .0044
직무자율성 -.04564 .06939 -.04585 -.658 .5110
보상공정성 .06338 .05965 .07312 1.062 .2886
참여가치 .21304 .07464 .22561 2.854 .0045
집권화 .06589 .06928 .07087 .951 .3421
상사와의 관계 .12124 .06521 .13054 1.859 .0636
고용보장성 -.00271 .07106 -.00275 -.038 .9696
남성 -.62309 .56165 -.66607 -1.109 .2678
남성.역할갈등 .02243 .06202 .09035 .362 .7178
남성.역할모호성 -.01188 .07913 -.03410 -.150 .8807
남성.직무도전성 .04313 .06558 -.15369 .658 .5111
남성.직무자율성 .06055 .07343 .62925 2.186 .0293
남성.보상공정성 .07260 .07164 .16041 1.013 .3114
남성.참여가치 -.02651 .08392 -.07095 -.316 .7522
남성.집권화 -.15811 .07345 -.62121 -2.153 .0318
남성.상사와 관계 .02062 .07349 .05187 .281 .7791
남성.고용보장성 .10779 .08353 .40177 1.291 .1975
(상수) 2.03404 .48971 4.154 .0000
------------------------------------------------------------------
Ⅴ. 여성의 기업 내 위치상의 현실과 문제점
1. 우리나라 여성근로자의 기업 내 위치
우리나라에서 여성이 남성에 비하여 근로조건상으로 어느 정도 차별을 받고
있는지를 현실적인 사례와 자료에 의하여 분석하고자 한다.
경제단체협의회의 조사(경제단체협의회, "여성근로자 평균근속연수,"
[경총회보], 1995.1.16. p.4)에 따르면 대상업체의 대부분은 여성근로자를
정규직으로 덜 고용하고 있으며 남성보다 근속연수가 짧은 것으로 분석되었다.
정규직과 비정규직의 비율은 남성의 경우 96.8대 3.2인데 비해 여성은 92.6대
7.1로 차이가 있었고 또한 여성근속연수는 3.8년으로 남성의 6.2년에 비해 짧아
여성의 기업정착도가 낮은 것으로 분석됐다. 업종별로는 남성이 비제조업에서
장기근속경향(7.9년)을 보이고 있는데 반해 여성은 제조업체에서
근속연수(3.9년)가 평균보다 다소 길었다. 이같이 여성의 근속연수가 짧은 것은
여성근로자의 조직몰입에 적지 않은 걸림돌로 작용하고 있는 것으로 나타났다.
여성근로자의 근무에 평균근속연수가 문제가 되느냐라는 질문에 아주 문제가
있다(13.4%)와 조금 문제가 있다(47.7%)를 합해 61.1%의 기업이 문제가 된다고
응답하였고 크게 문제가 되지 않는다와 문제가 없다라는 대답은 각각 27.5%와
11.4%에 그쳤다.
이와 함께 국내 기업들은 여성의 출산후 재고용이나 육아휴직제도 등을 제대로
활용하지 않고 있는 것으로 나타났다. 임신이나 출산 등으로 퇴직한 여성을 다시
활용하는 재고용제도 이용여부와 관련하여 61.8%의 업체는 출산 등으로 퇴직한
여성을 다시 활용하는 재고용제도 이용여부와 관련하여 61.8%의 업체는 제도
자체가 없다고 응답하였다. 또 제도는 있지만 별로 활용하지 않는다라는 기업이
25.6%로 분석되었으며 여성의 육아휴직제도를 법대로 활용하고 있는 업체도
17.1%에 그쳤다. 제도가 없다라는 응답이 58.2%에 달했고 있더라도 이용이
적다라는 대답은 24.8%였다. 80% 이상의 기업이 남녀고용평등법에 규정된
육아휴직제도를 지키지 않고 있으며 또한 국내기업들의 탁아시설 설치현황도
초보적인 단계를 벗어나지 못하고 있었다. 조사결과 89.3%의 업체가 탁아시설을
전혀 갖추고 있지 않다고 응답했다.
2. 여성인력의 활용상의 제약점
우리나라 총 노동력에서 여성이 차지하는 비율은 산업화와 함께 계속 높아져
왔고 이들의 경제활동 참가율 역시 상승해왔다. 어느 나라를 막론하고 산업화
달성에서 팽창하는 노동력 수요를 만족시키는 방법으로 여성들이 노동시장으로
진출하는 것이 상례였다.(경제단체협의회(1991), [고용 실태와 인력대처방안],
p.55) 그리고 여성 중 많은 부분이 기혼자이기 때문에 이들에게는 가사를
돌본다는 사실이 또 하나 있으므로 남성의 경제활동 의사결정과 상황이 다르다고
할 수 있다.
따라서 기혼여성의 경제활동 참여의사와 그 문제점은 1)대체하기 힘드는
가사노동의 하나인 어린 자녀의 유무에 의해서 많은 제약을 받고 2)여성 본인이
시장노동을 했을 때 여가보다는 일하는 것을 선호하게 되고 그 결과 여성경제활동
참가율이 높아지며, 3)대부분의 여성이 기혼자이므로 남편의 소득이 높을수록
그것으로 인한 여가 선호가 많아져서 경제활동 참가율이 떨어지게 되는 경우가
있다.
70년대까지만 해도 우리나라 여성들이 경제활동 참가율 면에서는 학력이
높을수록 낮았던 바 이는 타소득 효과가 컸던 것으로 판단되나 최근에 와서
고졸자 여성의 경제활동참가율이 높아진 것은 대체효과가 타소득효과를 능가한
결과로 추측된다.
이같은 장기적 추세에도 불구하고 한국여성 21-29세 층의 경제활동 참가율은
동년배의 일본여성보다 약10%포인트가 낮은 실정이다. 즉 20대 한국여성에게
인센티브를 주고 경제활동 장애요인만 제거해 준다면 상당히 많은 주부노동력이
노동시장으로 진출할 수 있다는 가능성을 보여주는 것이다. 여기에다 자녀의
연령구조에 따라 나타나는 여성경제활동 참가율 차이를 생각한다면 현재
핵가족화되는 추세로 인해 집안에서 동생을 돌볼 자녀가 없는 가정이 많으므로
탁아시설을 제공하는 것이 주부들을 가사노동으로부터 분리시킬 요인이라고
판단된다.
우리나라 산업화 과정에 있어서 여성인력의 공헌이 얼마나 컸느냐 하는 점을
새삼스럽게 물을 사람은 아무도 없을 것이다. 그럼에도 불구하고 귀사에서는
필요한 인력을 증원할 때 만약 여성의 지식과 기술수준이 남성과 같다면
여성근로자를 채용하시겠습니까?라는 질문에 대해 약 반수정도의 사업체는
채용하겠다고 했으나 나머지 반수는 좀더 생각해서 결정하겠다고 응답하고 있어
여성 고용에 신중을 기하고 있다.
3. 여성근로자의 시간제 및 임시직
어느 손해보험사의 임시직 근로자 수는 149명인데 여기에는 채용을 전제로 한
촉탁직의 수습사원에 해당하는 아르바이트가 12명 포함되어 있으며 촉탁직은 크게
업무계약직, 영업촉탁직, 전문촉탁직으로 나누어져 있다. 임시직 근로자수를
직무별로 구분해서 살펴보면 업무계약직이 82명, 전문촉탁직이 9명, 영업촉탁직이
58명이다. 이중에서 업무계약직은 대부분 미혼 고졸여성이고 영업촉탁직은 과거
영업경력이 있는 중고령자들이다. 또 다른 손해보험사의 임시직 근로자 수는
253명이며 이중 업무계약직이 172명, 촉탁직이 81명이고 업무계약직으로 먼저
임시직 근로자를 채용한 뒤에 근무성적이 우수하면 촉탁직으로 전환시켜 준다.
촉탁직은 정규직과는 달리 1년 단위로 재계약하고 호봉승급이 되지 않는다는 점만
제외하면 정규근로자와 고용조건이 동일하지만 임시직 근로자는 모두
미혼여성이며 촉탁직의 75.3%, 업무계약직 23.1%가 1년 이상
근속자이다.(김태홍(1995), [시간제 및 임시직 고용현황과 정책과제],
한국여성개발원, p.151)
한편 어느 카드사에는 고용직이라 부르는 임시직 근로자가 120명 있는데 이들
대부분은 고졸 미혼여성이었고, 또 다른 카드사는 임시직원수가 12명이었는데
모두 여성이었다. 학력은 고졸 이하가 7명, 초대졸 이상이 5명이었으며 10명이
미혼이었다.
Ⅵ. 결론 및 시사점
1. 요약
본 연구의 조사대상은 제조업 6개업종 19개 기업체 515명이었으며 자료의 특성
즉 인구통계학적 특성 중 성별이 조직몰입과 어느 정도 관계가 있는지를 살펴본
결과는 다음과 같다.
즉 성별에 있어서는 T-test의 결과 남성이 여성보다 조직몰입이 높으며 차이도
유의적이었고 그들이 맡고 있는 직무와 처해있는 조직특징에 대한 지각상의
차이도 있었다. 그러나 다중회귀분석의 결과에 의하면 그 차이는 없는 것으로
나타나 결국 조직몰입에 주는 성별의 차이는 없는 것으로 보아야 할 것이다.
더구나 인구통계학적 변수를 더미(dummy)변수로 이용하여 다중회귀분석을
실시한 결과 조직몰입에 대해 약하게 영향을 주는 근속연수를 제외하고는 거의
영향을 주지 못하는 것으로 나타났다.
또 가설의 내용인 '인구통계학적 변수 중 성별은 조직몰입과의 관계에 있어서
조절변수로서의 역할을 할 것이다'의 채택여부를 파악하기 위해 2차형 모형을
이용하고 부분적(Partial) F-test를 통해 검증한 결과 인구통계학적 변수인
성별은 조절변수로서의 역할을 하지 못하는 것으로 나타나 가설은 기각되었다.
이와 같은 결과는 종래 선행연구에서 인구통계학적 변수가 조직몰입에 대하여
조절변수로서의 작용을 할 것이라는 주장과는 다른 내용이다.
또 인구통계학적 요인중 성별은 조직몰입과 비록 상관관계는 높지만
인구통계학적인 고유의 성격 때문에 초래되는 사항이 아닌 바 즉 예를 들면
여성이 남성보다 조직몰입도가 낮은 이유는 여성이라는 성격 그 자체 때문이
아니라 여성에게 주어지는 직무나 조직이 남성에 비하여 불리하다고 느끼는 점이
있기 때문이다. 이 점은 Gray(1989:805)의 주장과 같은 내용이다. 따라서 직무 및
조직상황을 조직구성원에게 적합하도록 하게 하거나 평등하게 관리할 필요가
있다고 보는 점은 인적자원관리를 맡고 있는 담당자나 관리자에게 적절한 종업원
관리방법을 암시해 주는 것이다.
특히 본 연구의 분석결과에서도 알 수 있듯이 인사관리자들은 앞으로 자기
회사의 종업원들로 하여금 회사에 대한 애착심 즉 조직몰입을 제고시키기
위해서는 남녀간 차별을 두지 않는 직무분석을 통하여 직무상의 책임, 역할,
의무를 동등히 하도록 하고 직무평가를 통하여 보상에 대한 공정성을 느끼도록
해야 할 것이다. 또한 직무상의 도전감, 성취감, 권한위임, 인사고과상으로도
남녀간에 차별이 나도록 하면 안될 것이다.
2. 향후 연구의 발전방향과 여성의 역할에 대한 시사점
앞으로 여성과 관련된 조직몰입에 대하여 더욱 정확하고도 우리의 현실에
적용될 수 있는 연구를 하기 위한 방법을 제시하면 다음과 같다.
첫째, 이제 여성의 역할은 사회적으로도 대단히 높아져 있다. 여성신문이
나오는가 하면 일반신문도 여성의 코너나 지면이 많이 배당될 정도이다.
부부관계에 있어서도 명령과 복종의 관계는 이미 구시대의 유물이며 이미
가정에서 여성들의 역할이 많이 증대되었고 동등한 권리와 의무를 주장하고 있다.
이러한 것들은 모두 변화하는 여성의 위치를 말해 주며 여성도 그 위치가 급격히
올라가고 있는 것이다. 그러나 아직까지도 남성들의 시각이 변화하는 데는 시간이
많이 걸리는 것 같지만 다행히 조금 젊은 세대층으로 가면 그래도 중년의
세대보다는 새로운 여성위치에 대하여 적응해 나가고 있다.
이제 중요한 것은 여성이든 남성이든 고정관념을 깨고 동반자적 위치에
있으려고 노력하는 것이 중요하다는 것이다. 예를 들어 남녀가 같이 있을 때
여성이 으례 커피를 대접하는 것으로 생각하는 남성이 있다면 그는 많은 비판과
저항을 받을 것이다.
둘째, 남직원도 근무를 태만히 하고 성과가 높지 않으면 급여상으로나
인사상으로 불리한 처우를 받는 것처럼 여사원도 그러하여야 하며 예외를
요구하는 것은 무리일 것으로 보인다.
셋째, 인력이 부족하다고만 호소할 것이 아니라 현재 종사하고 있는 인력을
남녀 구별 없이 적절히 배치하고 활용하여 그들로 하여금 장기간 근무토록 하는
제도와 그 활용이 필요하다고 생각한다. 물론 산업현장에서 여성의 인력을
활용하고 평등하게 대우하는데 어려움은 있겠지만 신체적인 여건이 허락하는 한
직무재설계를 통하여 시행해 나가는 것이 좋을 것이다. 이러한 것은
남녀고용평등법에 위배되지 않음은 물론 지금까지의 그릇된 고용문화를 바꾸어
나가는 촉매역할도 할 것이다.
넷째, 관리자라는 직책과 관련시켜 본다면 산업사회의 조직에서 여성의
경력개발에 대한 가장 큰 장애는 여성 스스로 갖는 성역할에 대한
태도이다.(송계충 외(1990), 앞 글, pp.127-129) 많은 여성들이 관리자로서의
경력개발을 주저하고 미리 경쟁에서 스스로 물러나 버리는 경우가 흔한데 이는
전통적이고도 관습적인 태도가 그들의 자아개념에 포함되어 있기 때문이다.
여성관리자의 경력개발의 장애요인을 제거하는 전략에는 미국의 EEOC나
우리나라의 남녀고용평등법 같은 법적인 강제적 규범도 있을 수 있으나 보다
본질적인 전략은 남성과 여성이 가지고 있는 관습적인 태도를 없앨 수 있는 훈련
프로그램을 수립하는 것이다.
이러한 현상은 나아가 남성이 여성관리자에 대하여 갖는 부정적 편견의 해소는
젊은 세대의 가정에서나 부부관계에서부터 쉽게 수정되어 조직과 사회로 확산될
수 있음을 암시해 주고 있다. 특히 경제적 동기 때문에 맞벌이 부부가 늘어감에
따라 남녀간의 전통적인 성역할 분담의 조정문제에 귀결되는데 젊은 세대에서
고정관념을 타파하고 가정생활의 새로운 면모를 보임으로써 편견적인 성역할
개념의 수정에 선도적 역할을 담당할 수 있다고 본다.
이상과 같은 여러 가지 조치들이 기업 내에서나 사회에서 취해지고 문제가
해결될 때 비로소 여성근로자의 조직몰입이 상승되고 나아가 더 높은 생산성
향상도 가능하리라고 본다.
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